Когнитивная и поведенческая составляющие отношения к политическому порядку студенчества ДГТУ

В первой половине 2013/2014 учебного года было проведено пилотажное исследование групповых политических установок среди студентов Донского Государственного Технического Университета. В анкетировании приняли участие 52 студента (22% мужчин и 78% женщин, возрастная группа от 17 до 20 лет). Анкета состояла из двух блоков вопросов. В одном — вопросы посвященные эмоциональному восприятию политического порядка (по методике семантического дифференциала [1 — 4]). Во втором блоке — прямым опросом выявлялись когнитивный уровень восприятия и поведенческие политические установки. Полученные результаты по эмоциональному восприятию местной и центральной власти приведены в [5]. Первичный анализ по второму блоку вопросов показан в работе [6]. В частности там приведены диаграммы распределения всех признаков, характеризующих когнитивную и поведенческую составляющие отношения исследуемой аудитории к политическому порядку. Настоящая работа является продолжением этого исследования в сторону анализа внутренней структуры вышеупомянутых составляющих. Основной метод исследования — иерархическая кластеризация на основе последовательной факторизации. Был определен ряд латентных факторов, описывающих строение вышеуказанных составляющих политического отношения, зависящее от структуры исследуемой группы. Для измерения когнитивного уровня восприятия респондентам предлагалось оценить политическую ситуацию в области и России в целом, справедливость проводимой политики, выразить свое согласие или несогласие с принятыми властями решениями. Как показал классический факторный анализ [7], эти признаки объединяются в один латентный фактор, описывающий 100% дисперсии исходных результатов (для Области и для России в отдельности). Он и был взят нами в качестве характеристики восприятия политического порядка на когнитивном уровне. В таблице 1 приведены матрицы факторных нагрузок, показывающих вклад каждого первичного признака в этот латентный фактор.

когнитивный поведенческий политический установка.

Таблица 1 Матрица факторных нагрузок когнитивного уровня восприятия политического порядка

По матрице нагрузок были рассчитаны индивидуальные значения фактора восприятия политической власти на когнитивном уровне, диаграмма распределения которых приведена на рисунке 1. Здесь мы использовали нормировку фактора от -1 до +1. При этом -1 соответствует восприятию политического порядка, который респонденты полностью не поддерживают, +1 — полностью поддерживают.

а.

б.

Рис. 1 Диаграмма распределения политического порядка на когнитивном уровне. а) — для местной власти, б) — для центральной

Как показывает рисунок 1а, при оценке восприятия местной власти, группа разбилась на две подгруппы, со средними значениями -0,3 и 0,2 соответственно. При оценке восприятия политического порядка центральной власти выделяется одна неоднородная группа. Усредненные факторы восприятия приведены в таблице 2.

Таблица 2 Факторы восприятия политического порядка на когнитивном уровне

Можно сказать, что на когнитивном уровне респонденты воспринимают политическую ситуацию в России чуть лучше, чем в Области. Причем, когнитивное восприятие в обоих случаях является отрицательным.

При анализе относительной депривации [8] выяснилось, что признаки экономического благосостояния и социальной защищенности формируют также один фактор, который описывает 100% дисперсии исходных результатов (Табл.3).

Таблица 3 Матрица факторных нагрузок интегрального уровня обеспеченности

По этой матрице были рассчитаны индивидуальные уровни интегральной обеспеченности. При этом мы использовали нормировку от 0 (крайне низкий уровень экономической и социальной обеспеченности) до 1 (абсолютно высокий уровень экономической и социальной обеспеченности). В социологии обычно используют не эту характеристику, а ей противоположную — уровень относительной депривации r_депр. При той же нормировке, от 0 до 1, где 0 соответствует абсолютной удовлетворенности экономическим и социальным уровнем жизни, 1 — абсолютной неудовлетворенности, они связаны соотношением r_депр=1- r_обесп. На рисунке 2 приведена диаграмма распределения выявленного уровня относительной депривации.

Рис. 2 Диаграмма распределения уровня относительной депривации

Группа разбивается на две подгруппы. Одна ниже среднего значения депривации 0,5, другая — выше. Средние значения по каждой группе 0,3 и 0,6 соответственно. Полученные данные показывают, что групповой уровень депривации немного ниже середины — 0,46.

Для характеристики поведенческого компонента групповой установки использовались семь вопросов, относящихся к оценке реальных и возможных политических действий или их характера. Оценка респондентами причастности к политическим событиям, участие в выборах и иных общественных движениях, эмоциональной вовлеченности в политику, обсуждаемость политических новостей в семье и кругу друзей, интерес к этим новостям и отношение к массовым акциям протеста.

Проведенный анализ [9 — 10] различных комбинаций из используемых семи признаков позволил разбить эти признаки на три группы и выявить для каждой по одному фактору, описывающему 100% дисперсию своих исходных данных (табл.4). Первый фактор основан на следующих вопросах: причастности к политическим событиям, участие в выборах, обсуждаемость политических новостей. По своему смыслу эти вопросы не поляризованы, такое поведение может быть как оппозиционное, так и пропровительственное. То есть, этот фактор характеризирует уровень активного поведенческого компонента (фактическое поведение). В таблице 4 он обозначен «F-pov_act».

Второй фактор описывает оценочный уровень поведенческой составляющей групповой установки (то есть восприятие поведения или отношение к поведению). Он основан на вопросах: эмоциональной вовлеченности в политику, интерес к новостям и отношение к массовым акциям протеста. Здесь первые два вопроса не поляризованы, а последний — характеризует степень только оппозиционного поведения. Поскольку все эти вопросы имеют между собой положительную корреляцию (см. табл.4), то второй фактор имеет такую же поляризацию, то есть описывает оценку оппозиционного поведения. В таблице 4 этот фактор обозначен «F-pov_ment». Третья группа включает в себя один признак — участие в общественных движениях.

Таблица 4 Матрица факторных нагрузок поведенческого компонента по двум факторам

Нами были рассчитаны индивидуальные уровни обоих поведенческих факторов, диаграммы распределения которых показаны на рисунке 3. При этом использовалась нормировка от 0 до +1, в которой 0 — полное отсутствие поведенческой составляющей, +1 — наивысшая степень проявления деятельности. В соответствии с вопросами анкеты, для первого фактора + 1 — это просто наивысшая степень проявления деятельности (без поляризации), а для второго — высшая степень оценки оппозиционного поведения.

а.

б.

Рис. 3 Диаграммы распределения уровней поведенческих факторов. а) — активный уровень поведения, б) — оценочный уровень поведения

При характеристике фактора активного уровня поведения четко выделяется одна группа со средним значением 0,39. Оценочный уровень поведения не имеет конкретно выраженную группу, группа весьма размыта. Мы это связываем с разным распределением, где первый поведенческий фактор не имеет поляризации, а второй, напротив, поляризован.

В таблице 5 приведены усредненные уровни поведенческого компонента.

Таблица 5 Средние уровни составляющих поведенческого компонента установок

Дальше по полученным факторам осуществлялась нами вторичная факторизация. Она показала, что можно ввести один фактор, описывающий интегральный уровень поведенческого компонента групповой установки (Табл.6). Для его расчета мы добавили признак «Участие в общественных движениях», который не попал в предыдущие два фактора. Совместно факторизация описывает 100% исходных данных.

Таблица 6 Матрица факторных нагрузок общего поведенческого компонента

Следует отметить, что признак «Участие в общественных движениях» практически не дает вклада в интегральный фактор. На рисунке 4 приведена диаграмма распределения интегрального поведенческого фактора, рассчитанного по этой матрице факторных нагрузок. Усредненное значение этого фактора — 0,45. Здесь мы использовали ту же нормировку от 0 до +1. Интегральный фактор содержит в себе два подфактора, которые между собой практически не коррелируют (парный коэффициент корреляции Пирсона 0,3). Учитывая, что подфакторы различаются по виду поляризации, мы ничего не можем сказать о поляризации интегрального фактора. Это некоторый латентный фактор, который влияет как на поведенческую активность, так и на оценочный уровень оппозиционного поведения. Смысл его на настоящий момент для нас не ясен, и для дальнейшего анализа предпочтительнее пользоваться подфакторами по отдельности.

Рис. 4 Диаграмма распределения интегрального поведенческого фактора

Получено, групповой уровень относительной депривации немного ниже середины — 0,46. При оценке уровня депривации группа разложилась на две подгруппы, со значениями средних в каждой 0,3 и 0,6 соответственно. Восприятие политического порядка на когнитивном уровне выявили значения -0,174 для местной власти и -0,139 для России. При этом в восприятии местной власти группа разбилась на две подгруппы, со средними значениями -0,3 и 0,2. Анализ восприятия центральной власти не выделил четкой однородной группы. Поведенческий компонент восприятия политического порядка определен двумя подфакторами: активный уровень поведения — 0,39 и оценочный уровень оппозиционного поведения — 0,57, где первый подфактор четко выявляет одну группу респондентов, второй — не имеет конкретно выраженную группу. Показана невозможность рассмотрения интегрального поведения, в связи с разной поляризацией используемых подфакторов.

Работа выполнена по гранту РФФИ № 14−06−230а.

• 1. Иванова М. И., Мощенко И. Н. Семантический дифференциал как современный метод научного измерения социальных процессов [Текст] // Актуальные проблемы моделирования, проектирования и прогнозирования социальных и политических процессов в мультикультуральном пространстве современного общества: материалы международной научной конференции молодых ученых (г. Ростов-на-Дону, 17−19 апреля 2013 г.) — Ростов н/Д: Изд-во СКНЦ ВШ ЮФУ, 2013. — 422 с. — С.20−25.
• 2. Розин М. Д., Мощенко И. Н., Иванова М. И. Интеграция социологических и математических методов при мониторинге групповых установок [Текст]// Сборник: «Научное наследие Ю. А. Жданова и современные проблемы моделирования сложных социосистем (на материалах Юга России): материалы международных научных чтений (г. Ростов-на-Дону, 19 октября 2012 г.)». — Ростов н/Д: Изд-во СКНЦ ВШ ЮФУ, 2012. — C. 86−95
• 3. Гайрабеков И. Г., Розин М. Д., Мощенко И. Н. Психосемантический анализ отношения студенчества г. Грозного к политическому порядку [Текст]//Научная мысль Кавказа. Междисциплинарный журнал, 2011, № 2. с. 116.
• 4. Иванова М. И., Розин М. Д., Мощенко И. Н., Клаус Н. Г., Литвинов С. В., Носко В. И., Свечкарев В. П., Сущий С. Я., Тымчук Д. А., Угольницкий Г. А. Современная практика моделировании этносоциокультурной конфликтности на Юге России [Текст]: Монография / М. Д. Розин. — РД: Изд-во СКНЦВШ ЮФУ, 2012. 176 с.
• 5. Ярошенко А. Н., Мощенко И. Н. Иванова М.И. Эмоциональное восприятие политического порядка студенчеством ДГТУ [Электронный ресурс] //Инженерный вестник Дона, 2013, № 3. — Режим доступа: http://www.ivdon.ru/magazine/archive/n3y2013/2237 (доступ свободный) — Загл. с экрана. — Яз. рус.
• 6. Иванова М. И., Ярошенко А. Н., Мощенко И. Н. Групповые политические установки студенчества ДГТУ [Электронный ресурс] // «Инженерный вестник Дона», 2013, № 3. — Режим доступа: http://www.ivdon.ru/magazine/archive/n3y2013/2238 (доступ свободный) — Загл. с экрана. — Яз. рус.
• 7. Наследов А. Д. SPSS: Компьютерный анализ данных в психологии и социальных науках. — СПб.: Питер, 2005. —416 с.
• 8. Иванова М. И. Динамика относительной депривации студенчества г. Грозный за период 2011;2013 гг. [Текст] // «Мир Кавказу». Результаты исследований и материалы конференции/ Отв. редактор А. В. Сериков. Ростов-на-Дону; Изд-во «МАРТ» 2013. с. 127 — 131
• 9. Cadeyrn J. Gaskina, Brenda Happell On exploratory factor analysis: A review of recent evidence, an assessment of current practice, and recommendations for future use [Text]// «International Journal of Nursing Studies», Volume 51, Issue 3, March 2014.-Pages 511−521
• 10. Ruscio, J., Roche, B. Determining the number of factors to retain in an exploratory factor analysis using comparison data of known factorial structure [Text]// «Psychological Assessment» 24, 2012. P 282−292.